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消费与经济的关系范文1
关键词：能源消费 经济增长 关系
一、引言
2014年11月12日，中美两能源消费巨头再次发出了《中美气候变化联合声明》，美国计划于2025年实现在2005年基础上减排26%-28%的全经济范围减排目标，并将努力减排28%；中国计划2030年左右C02排放达到峰值且将努力早日达峰，并计划到2030年非化石能源占一次能源消费比重提高到20%左右。
该联合声明充分体现了两国要向能源合理利用、低碳经济转型、全球2℃温升目标作出长期努力的决心。能源不仅是国民经济发展的动力，而且是衡量综合国力和人民生活水平以及国家文明发达程度的指标。尤其是化石能源的供给不足、能源结构偏差、能源效率低下、破坏生态修复系统、环境压力增加等问题已经成为世界各国经济发展的瓶颈。能源消费促进了经济的增长，经济增长也推动着能源的大规模开发利用，同时随着经济的快速发展，必然面临不断增长的能源需求和能源稀缺的矛盾问题。
随着我国社会财富的不断增加，合理利用能源，保证经济的稳步发展，促进绿色GDP增长是当务之急。无论是发达国家或是发展中国家，能源消费和经济增长之间的关系都成为各国制定经济可持续发展战略的重要依据，正确认识并处理好二者之间的关系对于缓解或是解决能源瓶颈和生态压力问题，保持经济的持续稳步增长具有显著的重要意义。
一、能源消费与经济增长相关理论研究
关于能源消费与经济增长关系的理论分析，国内外学者主要基于经济可持续发展理论从技术进步、产业结构调整、外商投资、家庭消费等方面进行分析，讨论如何改变能源消费与经济发展现状，以实现经济平稳持续增长。
比如，在技术进步方面，李廉水等（2006）将技术进步分解为科技进步、纯技术效率和规模效率三个部分，发现技术效率是能源效率提高的主要原因，科技进步的贡献相对低些，但随着时间推移，科技进步的作用逐渐增强，技术效率的作用慢慢减弱。何小钢等（2012）延续了李廉水等（2006）的研究，发现到2012年为止，科技进步对能效提高的贡献超过了技术效率。
在产业结构调整方面，王强等（2011）针对产业结构对能源效率的影响进行了研究，发现中国第三产业较第二产业发展对能源效率提高具有更大推动作用，根据发达国家发展经验，中国第二产业发展对能源效率提高的抑制效应尚未显现，经济发展仍需粗放、耗能工业拉动，且中国能源消费过度集中于煤炭能源的结构特征会抑制能源效率的提高。McDermott，Rocha （2010）强调政府应充当科研机构与技术人才的沟通桥梁，企业在产业升级中拥有足够的知识实现产业升级转型，进而实现经济发展中能源的合理利用。Kohpaiboon， Jongwanich（2013）强调了产业升级对经济持续发展的重要性，认为产业集群是产业升级发展的结果，而非技术升级的前提条件，政府应该为前沿产业发展创造机会。
从外商投资角度，Pavlinek，Domanski等（2009）认为外商在资本和技术上的双方面投入为中欧汽车制造产业升级发挥了重要作用，FDI的引入要确保不以牺牲当地资源环境为代价，要确保实现资本和技术的双效吸收。
从家庭消费理论出发，Schubert Johannes等（2013）研究发现德国近50%的碳排放是由于私人交通造成的，这与城市和农村的不同的基础设施建设和职能分工有关，因此政府在制定降低碳排放政策时要考虑家庭结构的因素。
总体来说，国内外学者对于能源消费与经济增长关系的理论分析主要是基于循环经济理论，从促进两者和谐发展的因素入手分析的，这些理论分析从不同侧面对能源经济问题进行了分析，对日后的研究起到了携领启发的作用。
二、能源消费与经济增长关系研究的不同方法选择
纵观国内外学者对能源消费与经济增长关系的研究，主要采用计量模型分析、灰色关联度分析、脱钩系数法以及投入产出模型分析等方法，阅读相关文献发现，对于研究能源消费与经济发展关系这一课题基于不同理论、方法的论述对应着该课题研究的不同角度，从研究效果上来说各有千秋。具体来看有以下评述。
（一）基于计量模型的研究
Granger因果关系检验目的是要确定一个变量的滞后项是否包含在另一个变量的方程中，是检验经济变量间因果关系常用的一种计量经济学方法，其本质是用条件概率来定义因果关系。该检验方法为2003年诺贝尔经济学奖得主克莱夫格兰杰（Clive W.J.Granger）所开创，进行Granger因果关系检验的一个前提条件是时间序列必须具有平稳性，否则可能会出现虚假回归问题，因此在进行Granger因果关系检验之前首先应对各指标时间序列的平稳性进行单位根检验。
有许多学者建立计量模型对能源消费与经济增长的关系进行了Granger因果检验，但是对于我国整体能源消费与GDP两对时间序列的因果关系研究上有不同的结论产生，杨宜勇等（2009）.王鉴雪等（2011）、戴新颖（2014）利用协整理论和误差修正模型ECM分析了我国能源消费与国内生产总值的数据，发现中国的能源消费与经济增长在长期内保持均衡状态且两者互为因果关系。然而，汪旭晖等（2007）、鄢琼伟等（2011）、张宝山等（2012）、王秀丽（2014）的Granger因果检验结果为能源消费对经济增长的单向Granger原因。马宏伟等（2012）以1978年-2008年样本区间数据为基础，利用Johansen协整检验法和基于向量误差修正模型的短期、长期Granger因果关系检验，发现我国经济增长、能源消费之间存在单向Granger因果关系，经济增长是能源消费的Granger原因。在短期内，以上学者普遍认为我国能源消费与GDP之间存在波动关系，不具有Granger因果关系。对于这种研究同一地区却得到不同甚至截然相反的结果的现象，很可能与学者选择不同时间跨度、不同时间间隔的数据有关，当然模型变量的不同选择同样也会造成对实证分析结果造成影响，但是由于Granger因果检验务必要求所检验的序列平稳，对于协整序列不可直接进行该检验，因此也不排除模型中存在错误的可能。
（三）脱钩系数法分析
脱钩理论简单来说就是原本具有依赖关系的两种事物随着时间的推移不再具有相依关系而实现独立发展，即实现了脱钩。基于这一理论对于能源消费与经济增长关系的研究，主要集中于如何选择和计算脱钩系数，何时或者说发展到何种程度即视为真正实现能源消费与经济增长的脱钩化等问题，就此，国内外也有不少学者基于不同时间范围、针对不同地域进行了相关研究。
针对如何选择和计算脱钩系数，判断脱钩状态或测度脱钩程度，当前所采取的方法主要有OECD开发的脱钩指数法以及Ta pio提出的弹性分析法，其中王远等（2010）.郭岩等（2013）、何剑等（2014）运用脱钩指数法计算了脱钩系数，但是由于脱钩指数法只能分辨出脱钩与非脱钩，无法准确判定脱钩的程度和类别而使其应用受到一定的局限，因此多数学者对Ta pio模型更为青睐，比如武红等（2011）、吴振信等（2013）、张小平等（2013）、盖美等（2014）均使用Ta pio弹性分析法来计算脱钩系数。
从能源消费与经济增长的脱钩分析成果上来看，脱钩指数越大，也就意味着经济增长相对于能源消费的效率越高，也就是实现了脱钩，反之，则定义为复钩，也就是说经济增长与能源消费依然存在依赖关系。王远等（2010）发现1990-2005年间江苏省能源消费与地区生产总值处于弱“脱钩”状态，进入2000年后，二者呈现出扩张性“复钩”趋势。武红等（ 2011）利用河北省1980年-2009年数据分析得出，1980年-2009年，河北省能源消费总量与碳排放总量的变动趋势近似，能源强度与碳排放强度的变动趋势近似，1980年-2009年期间，碳排放与经济增长的脱钩弹性指数类型、能源消费与经济增长的脱钩弹性指数类型在同年份表现完全一致，且在大部分年份指向弱脱钩状态。吴振信等（2013）、张小平等（2013）、郭岩（2013）、盖美等（2014）分别对北京市、甘肃省、青海省、辽宁省做了类似分析。
在国外学者的相关研究中，De Freitas， Luciano Charlita等（2011）探讨巴西从2004年到2009年经济增长率和C02排放之间的脱钩关系，2009年以后两者间脱钩显著。Baranzini， Andrea等（2013）研究了瑞士从1950-2010年期间能源消费与经济增长之间的关系，以1970年为界，能源消耗对经济增长贡献逐渐减弱，这意味着GDP增长与能源消耗之间可能趋向脱钩，节能减排的政策不一定对瑞士经济增长造成负面影响。
（四）投入产出分析
投入产出分析的理论基础是瓦尔拉的一般均衡理论，是通过编制投入产出表来实现的分析方法，投入表反映各种产品的生产投入情况，包括中间投入、最初投入等，支出表反映各种产品的使用去向情况，包括中间使用去向和最终使用去向。就能源消费与经济发展的研究来说，不少学者选取了经济发展中的某种环境、某个行业、某一因素来研究其对能源消费的影响，基于此建立数学模型，进行经济分析、政策模拟、经济预测等。
比如郎春雷（ 2012）就基于技术创新这一因素作为经济发展投入对能源消费影响因素进行了实证分析，发现技术创新对于能源消费弹性的确具有反弹效应，但由于目前中国整体的技术创新水平还未达到限值的阶段，因此加快技术创新水平是降低能源消费强度的重要手段。乌力吉图（ 2012）则从能源消费部门人手，编制各年间能源投入产出表，分析了我国各产业部门能源消费的结构、变化、效率、完全能源强度等，量化分析了能源消费型部门的生产用能源转变。陈琳（2013）从产业关联的角度出发，采用结构分解分析法（SDA）给出了中国1997年、2002年、2005年、2007年能源消费碳排放的投入产出分析模型。吴开尧等（ 2014）使用价值型能源强度作为中国经济产业能源制约程度指标，按照SEEA核算方法编制1997-2002-2007-2010年混合型能源投入产出可比价序列表。由以上文献可以看出，使用投入产出模型分析能源消费与经济增长关系的好处在于可以针对某一要素进行该要素对两者影响的特定分析，但是投入表产出表的编制方法很多，在选择上具有一定的自主性，这一点对研究结果的客观真实性会产生或多或少的影响。
同时，正由于投入产出方法的自主因素，利用这种模型进行针对某一变量变化途径的情景分析是不错的选择，比如曹俊文等（2012）就基于该方法对中国能源消费碳排放进行了情景分析，模拟了在不同经济增长方式情景下中国2020年能源消耗及碳排放情况，并由此对我国减排影响因素进行分析。
四、研究评述与未来研究趋势
为减缓全球温室效应的加剧，能源消费与经济增长和谐发展的问题备受各国政界人士以及业界学者的关注，从可持续发展理论出发深入研究能源经济问题，解决经济快速增长下能源的供给不足、能源结构偏差、能源效率低下、破坏生态修复系统、环境压力增加等问题，均是各界学者关注的重点。
消费与经济的关系范文2
两种方法相互印证，互为补充。本研究认为：地域和时间影响经济增长，中央和各省应因地制宜、因时而异地采取措施；在各类支出中，居民消费对各省经济增长率具有普遍影响；各地方政府支出对经济增长影响不同，中央应该对地方政府的消费和投资进行合理调控。
关键词：国内生产总值；政府消费；政府投资；居民消费；私人投资
中图分类号：F123.16文献标识码：A文章编号：1000-176X（2009）05-0012-06
一、引 言
保证中国的经济增长是当前工作的重点和难点，如果能协调好各类支出关系，将会达到事半功倍的效果。对经济增长的研究可以从生产、分配和支出三个角度，分别讨论这“三驾马车”与经济增长之间的关系。通常人们关注某种支出对经济增长的影响，如投资与经济增长关系，但是，在建设和谐社会和可持续发展过程中，思考各类支出之间的协同作用将更有意义。
科学合理地进行宏观调控是中央政府面临的一个现实问题。做好宏观调控工作必须在综合各方面情况的基础上，在纷繁的矛盾中发现并解决主要问题。目前，中央政府在稳定国内外经济主体对中国经济增长的信心方面成绩斐然，如果中央能保证在财政投资和货币政策决策上科学合理，政策效果将更加显著。目前中国各地情况千差万别，财政货币政策效果不一，如何了解实际情况，发现经济增长和经济发展中的主要矛盾，是中央政府进行宏观调控的首要工作。中央政府在经济增长问题上的困难是如何因地制宜采取措施。本文旨在从消费、投资及其内部构成之间关系上理解经济增长，为政府决策进言献策。
分别研究各类支出项目与经济增长之间关系的文献比较多，但是综合讨论各类支出项目对经济影响的文献仍然比较少。王小利（2005）研究了政府支出与经济增长的关系，并指出政府公共投资在短期内对经济增长影响不显著、政府消费支出对经济增长短期效应为正，从长期看，政府消费和投资支出对经济增长有一定的解释力［1］。其他有关研究也肯定两者之间的正向关系，如缪仕国、马军伟（2006）和张海星（2004），并且认为投资效率受地域影响，如李祯业、金银花（2006）［2］和胡琨、张维（2006）［3］。但这些研究仍然存在局限性：（1）只是证明地域是影响经济增长的一个因素，对政府决策的指导作用不明确。（2）各文献的研究通常采用一种方法，但是真正科学的研究可以殊途同归，不受研究方法限制。（3）没有综合研究政府消费、政府投资、居民消费、私人投资对经济增长的影响。（4）缺少对政府全部消费和投资支出与经济增长之间关系的比较研究。
本文依据中国31个省（市、区）1986―2005年的面板数据，运用面板数据分析和协整分析，从相对数变动和绝对数变动两个角度分析全国和各省的政府投资、私人投资、政府消费、居民消费与经济增长之间的关系。
二、指标、数据和变量的选择
我们选择按照支出法计算的国内生产总值反映经济增长。政府消费、居民消费来自国民经济核算中最终消费及构成。政府投资、私人投资根据相关指标计算得出。
政府消费是政府部门为全社会提供的公共服务的消费支出和免费或以较低的价格向居民住户提供的货物和服务的净支出。居民消费指常住住户在一定时期内对于货物和服务的全部最终消费支出。私人投资在此仅指私人固定资产投资，不包括存货投资。由于在法律上按照经济类型进行分类的对象只适用于企业，因此本文将政府投资分两部分计算。
本文选择的数据期间为1986―2005年度。数据主要来自中国经济信息网。由于获得的数据均以当年价格计算，考虑到地区之间通货膨胀差异，本文对所用数据缩减为1986年价格，国内生产总值用各地区国内生产总值指数缩减，对政府消费和居民消费分别用商品零售价格指数和居民消费价格指数调整，对政府投资和私人投资均用各地区固定资产投资价格指数缩减。对各个省份国内生产总值分别用各个地区支出法国内生产总值指数进行调整，对政府消费用商品零售价格指数进行调整，对居民消费用居民消费价格指数进行调整。
本文选择变量包括：
国内生产总值（GDP），政府消费（GC），政府投资（GI），居民消费（JC），非政府投资（PI），国内生产总值对数的一阶差分（DLGDP），政府消费对数的一阶差分（DLGC），居民消费对数的一阶差分（DLJC），政府投资对数的一阶差分（DLGI），私人投资对数的一阶差分（DLPI），地区因素固定效应（Ii，其中i=1，2，……31，表示31个不同地区），时间因素固定效应（Tt，其中t=1986，1987，……2005）。
三、模型Ⅰ――对经济增长率影响分析
1.区域面版数据模型的构建
本文首先进行区域层面的面板数据分析，构建包括31个省（市、区）的面板数据集，合计31组。每个面板数据集都包含变量GDP、GC、GI、JC和PI，横截面为31个地区，时间跨度为1986―2005年，共计20期，557个样本数据。
为了避免时间序列的非平稳性对模型的影响，有必要对数据进行单位根检验。在面板数据结构下，由于时间跨度较小，常规单位根检验的功效受到很大影响（Pierse and Shell，1995），本文使用了Levin，Lin & Chu t检验、Breitung t统计量检验、ADF-Fisher卡方检验以及PP- Fisher卡方检验等面板单位根检验方法，从多个角度对全部31个面板数据集中的5组变量及其对数差分变量进行Panel单位根检验。检验结果表明，DLGDP、DLGC、DLJC、DLGI、DLPI均拒绝了存在单位根的原假设，因此本文认为它们是平稳数列。根据数据特点我们建立如下模型：
DLGDPit=C0+C1i+C2iDLGCi+C3iDLGIi
+C4iDLJCi+C5iDLPIi+C6i（1）
即：
GDPGDP(-1)it=eC0×eC1i×GCGC(-1)C2i×GIGI(-1)C3i×JCJC(-1)C4i×PIPI（-1）C5i×et（2）
2.实证结果
上述模型考虑了地域、时间等固定因素对经济增长的影响，以下从全国和不同省份两个层面运用Pannel Data模型，以DLGDP为被解释变量进行分析，分析结果如表1和表2所示。
表1全国层面面板数据分析表
解释变量系 数标准误差t统计量概 率
C0.0124***0.00304.07590.0001
D(LGC)0.0669***0.01414.73780.0000
D(LGI)0.0473***0.00984.83350.0000
D(LJC)0.2968***0.026411.2240.0000
D(LPI)0.0439***0.00735.99190.0000
注：***、**和*分别表示系数在1%、5%和10%水平上显著；**表明系数在5%的水平下显著；*表明系数在10%的水平下显著，下表同。
表2 省级层面面板数据分析表
地 区DLGCDLGIDLJCDLPI
北 京0.1892**0.1178*0.2750***0.1051***
天 津-0.00660.05740.3493*0.0525
河 北0.04390.01740.2574*0.0378
山 西0.03860.1942***0.2930***0.0170
内蒙古0.2413**0.10470.3035-0.1001
辽 宁0.1907*0.03680.3294*0.0690*
吉 林0.10860.05030.20780.0201
黑龙江-0.11070.1836**0.4721***0.0653*
上 海0.15500.04910.1990-0.0079
江 苏0.16560.08030.4920**0.0084
浙 江0.01490.01030.10290.1128
安 徽-0.05670.01390.29150.0408
福 建0.1736*0.0614-0.28490.1153**
江 西0.09080.02740.3150**0.0419
山 东0.1763**0.05890.3649**0.0261
河 南-0.01200.02570.29760.0485
湖 北-0.05390.07230.5743***-0.0310
湖 南0.05430.0342-0.00160.1169
广 东-0.01950.02930.3213***0.0606
广 西0.3010***-0.1275**0.17980.0413
海 南0.0984-0.03270.25010.0353
重 庆0.0769-0.0716-0.16850.3085
四 川0.2673**0.0886**0.4337***-0.0121
贵 州0.01940.01540.1495**0.0486*
云 南-0.00090.02410.15730.0144
西 藏0.08480.1232***-0.10160.1116***
陕 西0.05330.08550.20930.1128*
甘 肃0.06810.10110.23550.1392**
青 海0.03550.10130.03400.0201
宁 夏-0.05150.10910.4480***0.0410
新 疆0.2045***0.0834-0.03360.0251
（1）全国层面分析
模型检验的F统计量值为24.78，在1%的显著性水平上我们拒绝所有系数同时为零的假设。Durbin-Watson检验统计量值为2.22，表明模型不存在序列相关问题。调整的决定系数为0.69，拟合程度比较好，被解释变量和解释变量之间存在结构影响关系。
所有变量显著性水平均在1%水平之上，变量系数均为正，因此从全国来看，提高政府消费、政府投资、居民消费和私人投资增长率都有利于提高经济增长率。政府投资弹性为0.047，私人投资弹性为0.044，居民消费弹性为0.297，政府消费弹性为0.067。政府投资弹性和私人投资弹性比较，两者相差不大，但由于中国现阶段政府投资基数大于私人投资基数，从绝对量对经济增长贡献角度考虑，如果相对增加私人投资，则效果更好。居民消费弹性是政府消费弹性的4倍，是政府投资弹性和私人投资弹性的7倍，因此，采取措施增加居民消费仍然是政府在经济增长决策方面的首要任务，在政府投资和私人投资冲突的地方，政府投资应让位于私人投资。
（2）省级层面分析
省级层面分析结果显示，F统计量值为10.28，所有系数同时为0的概率为0.00，DW检验统计量值为2.04，模型不存在序列相关问题。调整的决定系数为0.74，与前述全国层面模型比较，省级层面的模型拟合程度更好。进一步地，我们分地区说明各变量的弹性系数、地区固定影响系数和时间固定影响系数。
表2给出了系数在1%、5%、10%水平上显著的省份名单及变量回归系数。我们发现，北京的4个变量系数都显著，并且大于10%，北京任何类型支出对经济增长促进作用都非常显著；黑龙江、四川和辽宁有3个变量的系数显著，黑龙江提高政府消费增长率对经济增长率影响不显著，辽宁政府投资增长率对经济增长率影响不显著，四川私人投资增长率对经济增长率影响不显著。另外，辽宁政府消费、居民消费和私人投资变量系数的显著性水平比较高。
分析各省变量的弹性系数可知：湖北、江苏、四川、宁夏和黑龙江的居民消费弹性系数显著，并且均在0.4之上，北京、天津、河北、山西、辽宁、江西、山东、广东和贵州的居民消费弹性系数也显著，因此，在这些省份刺激居民消费有利于提高当地经济增长率；政府消费增长率变动对经济增长影响显著的地区包括北京、内蒙古、辽宁、福建、山东、广西、四川和新疆；政府投资增长率变动对经济影响显著的地区包括北京、山西、黑龙江、广西、四川和，其他地区政府投资变动对经济增长影响不显著；私人投资增长率对经济影响显著的地区包括北京、辽宁和黑龙江、福建、贵州、、陕西和甘肃。
地域因素影响经济增长率，影响结果如表3所示。影响最突出的省份是江苏和云南，其次是贵州、青海、新疆、北京、辽宁、山东；对其他省份而言，地域对经济增长影响差别很小。
时间也是影响经济增长率的一个因素，影响结果如表4所示。自1996年之后系数都小于1，而之前的年份系数都大于1；在近10年，2004年和2005年是经济增长最快时期。
表3 经济增长率的地域因素固定影响系数表
地 区系 数地 区系 数地 区系 数地 区系 数
北 京-0.0236上 海-0.0025湖 北-0.0017云 南0.0357
天 津-0.0019江 苏-0.0383湖 南0.0164西 藏-0.0028
河 北0.0085浙 江0.0109广 东-0.0004陕 西0.0051
山 西0.0034安 徽0.0096广 西0.0080甘 肃-0.0138
内蒙古0.0078福 建0.0126海 南-0.0051青 海0.0267
辽 宁-0.0233江 西-0.0038重 庆-0.0046宁 夏0.0047
吉 林0.0067山 东-0.0220四 川-0.0181新 疆0.0225
黑龙江0.0109河 南0.0119贵 州0.0212
表4经济增长率的时间因素固定影响系数表
时 间系 数时 间系 数时 间系 数时 间系 数
19870.017319920.00721997-0.03532002-0.0636
19880.092519930.06431998-0.06222003-0.0441
19890.089719940.09311999-0.07822004-0.0117
19900.015119950.06542000-0.05102005-0.0127
1991-0.00651996-0.02272001-0.0566
四、模型Ⅱ――对经济增长总量影响分析
前述建立的面板数据模型以经济增长率为被解释变量，仅仅进行了相对分析，为了弥补其不足，了解各变量水平值之间关系，我们在此尝试协整分析并建立误差修正模型。
1.协整分析
误差修正模型要求变量必须是同阶单整，我们对GDP、GC、GI、JC、PI分别进行了单位根检验，发现GDP、GC、GI是1阶单整，JC、PI是2阶单整，因此本文采用Engle-Granger两步法对变量GDP、GC、GI进行协整分析。如果它们之间是协整的，他们之间的协整关系就可以表示为：
GDPt=α+βGI+γGC+υt（3）
对上述模型残差进行单位根检验，我们发现υt构成I(0)过程，我们判断GDP、GC、GI之间存在协整关系。
2.误差修正模型
假设相对于理论均衡的非均衡偏离ECMt满足以下等式：
ECMt=GDPt-α-βGIt-γGCt（4）
则误差修正模型如下：
D(GDP)t=β1D(GC)+β2D(GI)+β3ECMt-1+εt（5）
对（4）式做参数变换为：
GDPt=-β3•α+β1GCt+β2GIt+(1+β3)GDPt-1-(β1+β3•γ)GCt-1-(β2+β3•β)GIt-1 （6）
3.实证结果
根据（4）式所列模型进行分析，结果如表5所示。检验结果显示，F统计量值为8.16，在1%的显著性水平下，我们拒绝所有系数同时为零的假设。调整的决定系数为0.64，被解释变量和解释变量之间存在结构影响关系，拟合程度也比较好。由于模型Ⅰ的分析表明江苏情况特殊，我们在此不研究江苏省情况。考虑到β3符号问题，以下分析不涉及湖北、江苏、江西、河南、重庆、贵州、、陕西和青海。
其他地区政府消费总量对经济增长总量影响情况是：北京、山东、海南和四川的政府消费系数β1为正，这些省份增加政府消费将增加国内生产总值，这一点与模型Ⅰ结论一致；在模型Ⅱ中湖北和广东两个省份政府消费量的回归系数均为负，说明增加其政府消费无益于国内生产总值总量增长，比前述经济增长率模型分析更进一步，在前述模型中，我们只发现广东政府消费增长率对其经济增长率影响不显著。
其他地区政府投资总量对经济增长总量影响情况是：北京、广东和四川政府投资系数β2为正，说明在这些地区增加政府投资总量将有利于增加当地经济增长总量，这也与模型Ⅰ分析结果一致。结合前述模型可知，广东政府投资总量增长有利于提高经济增长总量，不过广东政府投资增长率最好不要超过上年数；四川则应加大政府投资力度，以比往年更大的政府投资增长率进行投资。模型Ⅱ显示，山西、黑龙江和广西的政府投资总量对经济增长总量的作用效果不显著，与模型Ⅰ的结论不一致，对这些省份政府投资和经济增长之间的关系有待进一步分析。
表5 误差修正模型估计表
地 区
β1β2β3地 区β1β2β3
北 京1.116***
1.035***-0.839***湖 北-1.428**-0.5790.395
天 津0.797-0.003-0.071湖 南-0.1480.185-0.183
河 北0.0910.239-0.235广 东-0.236*0.558**-0.554***
山 西0.6850.593-0.058广 西0.912-0.097-0.073
内 蒙1.066-0.077-0.340海 南9.789*-0.193-0.261*
辽 宁-0.0510.059-0.086重 庆0.968-0.0180.039吉 林1.2160.001-0.216四 川1.066**1.823***-0.608***
黑龙江-0.1440.442-0.505贵 州1.2791.0760.127
上 海0.4020.271-0.154云 南0.4230.853-0.281
江 苏0.153-0.482**0.189*西 藏2.367-3.9230.082
浙 江-0.0450.227-0.167陕 西1.3120.4870.017
安 徽-0.4840.217-0.281甘 肃0.6860.648-0.331
福 建0.418-0.330-0.023青 海1.8923.4760.080
江 西1.2650.4120.112宁 夏5.1941.152-0.072
山 东0.333*-0.004-0.254新 疆1.1000.003-0.058
河 南0.267-0.2980.069
五、结论及建议
本文对政府投资、政府消费和居民消费、私人投资对经济增长的影响进行比较分析，通过构建全国和省级二个层面的面板数据，可以得到如下结论：
第一，全国层面分析表明，在中国无论是加大政府投资增长率、政府消费增长率、居民消费增长率还是提高私人投资增长率都有利于中国经济增长。本文的结论是私人投资增加1%，产出提高0.043%；政府投资增加1%，产出提高0.047%；居民消费增加1%，产出提高0.296%；政府消费增加1%，产出提高0.066%。
全国居民消费弹性远远高于政府消费弹性、政府投资弹性和私人投资弹性。在全球金融危机中中国要实现经济增长，从投资和出口导向的增长模式向私人消费拉动增长模式转变是合理的选择。
第二，地域因素影响经济增长率，尤其是江苏和云南。另外，除了北京、辽宁、山东、贵州、青海和新疆外，其他省份的地理因素对经济增长率的影响区别不大。时间因素也影响经济增长，2004年和2005年是近10年来经济增长的最快时期。
第三，省级层面研究政府消费与经济增长关系问题，两个研究模型都肯定了北京、山东和四川政府消费对经济增长的促进作用；内蒙古、广西和新疆仅是政府消费增长量对经济增长量有显著正向影响，他们的政府消费增长率对经济增长率没有显著影响；湖北政府消费增长率对经济增长率没有显著影响，但是其消费增长量对经济增长量却有显著的负向影响。除前述地区外，其他地区政府消费对经济增长都没有显著影响。
第四，省级层面研究政府投资对经济增长的影响表明，对北京和四川而言，无论是政府投资增长率对当地经济增长率的影响，还是政府投资增长量对当地经济增长量的影响都是显著的；广东政府投资增长率对当地经济增长率影响不显著，政府投资增长量对当地经济增长量影响显著。在山西、黑龙江、广西、的政府投资对经济增长的作用问题上，我们还没有得出确定的结论；除前述地区外，其他地区的政府投资对经济增长的影响都不显著。
第五，各地区居民消费增长率和私人投资增长率对经济增长率影响不同，湖北、江苏、四川、宁夏、黑龙江、北京、天津、河北、山西、辽宁、江西、山东、广东和贵州的居民消费增长率对当地经济增长率影响显著；其他地区影响不显著。在影响显著的地区，各地区的影响程度和显著性水平不同。私人投资增长率对经济增长影响显著的地区包括北京、辽宁、黑龙江、福建、贵州、、陕西和甘肃；其他地区私人投资增长率对经济增长影响不显著。
针对以上分析，本文提出如下建议：
第一，将增加居民消费作为实现经济增长的长效机制。居民消费对经济增长的贡献远远超过政府消费、政府投资和私人投资，制定有利于居民消费的政策措施，通过居民消费水平提高来实现经济增长是中国政府的明智选择，只有这样，中国居民才能从经济增长中获益，最终实现经济增长和居民消费增长之间的良性循环。北京、天津、河北、山西、辽宁、黑龙江、江苏、江西、山东、湖北、广东、四川、贵州和宁夏的居民消费对经济增长影响显著，影响程度排在前五位的地区是黑龙江、江苏、湖北、四川和宁夏。因此，政府的刺激消费政策应该至少要区分影响显著地区和不显著地区
两类情况制定，对影响显著的地区还要分别情况制定不同政策。
第二，在政府投资方面，大力增加北京和四川的政府投资，稳步增加广东政府投资；对山西和黑龙江、广西和的政府投资效率展开研究；对除北京、四川、广东、山西、黑龙江、广西和外的其他地区投资进行合理调控，因为这些地区政府投资对经济增长影响并不显著。在政府消费方面，大力增加北京、山东和四川的政府消费；稳定增加内蒙古、广西和新疆的政府消费；稳定或适当降低湖北政府消费增长率；对黑龙江，需要深入研究其政府消费和经济增长之间关系之后，再做决策。其他地区政府消费增长率可维持相对稳定。
第三，从实现经济增长的目的出发，各省可采取不同的措施。辽宁政府投资增长率可以维持不变或减少，政府消费增长率、居民消费增长率和私人投资增长率应当加大；黑龙江居民消费增长率和私人投资增长率可以增大，目前还不能对政府投资和政府消费增长率提出明确意见；四川在提高私人投资增长率上无须费时费力，政府消费增长率、政府投资增长率和居民消费增长率可以增加，并且政府投资增长率提高更有利于当地经济增长；山西应当增加居民消费；内蒙古应继续增加政府消费；江苏应增加居民消费，对增加政府投资，我们持怀疑态度，不应当增加政府投资；福建一方面应加大政府消费增长率，另一方面应采取措施增大私人投资规模；山东在政府消费和居民消费增长方面仍然大有可为，政府投资增长率和私人投资增长率则无需提高；广西应增加政府消费增长率，对政府投资变动，还没有明确的建议；贵州应采取措施扩大居民消费，提高私人投资增长率，而政府消费增长率和政府投资增长率则无需提高；工作重点是加大私人投资增长率；陕西和甘肃应增加私人投资增长率；新疆应增加政府消费增长率；天津、河北、江苏、江西、湖北和宁夏应努力提高居民消费增长率，政府消费、政府投资和私人投资增长率无需提高；广东应提高居民消费增长率，无需提高政府消费、政府投资和私人投资增长率，但政府投资总量却可以适当增加，其政府消费增长量若能减少将更有利于提高经济增长总量；湖北应提高居民消费增长率，不增加政府消费增长率。
第四，从私人投资对经济增长的作用看，中央可以引导私人更多地向北京、辽宁、黑龙江、福建、贵州、、陕西和甘肃投资，这些地区私人投资对经济增长影响显著。
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消费与经济的关系范文3
二、海南经济的消费总量与结构分析
三、消费需求对经济增长的影响
四、海南经济中需求不足的因素分析
五、扩大内需的政策措施
六、结束语
一、 前言
消费问题，从消费行为角度看，属于微观经济范畴；从国内生产总值最终使用构成看，消费是重要总体变量，它的总量和结构变动影响国内生产总值的变动，即对经济增长具有影响作用。因此，消费问题，同时也是一个宏观经济范畴。我们对消费问题研究的出发点，是对经济增长的关注。
消费问题在近两年成为一个焦点问题，刺激消费成为拉动经济增长的有效手段。近两年，我国经济增长速度趋缓，经济发展的外部环境和内部环境发生变化，例如东南亚金融危机、人民币不贬值压力、国有企业改革、政府机构改革等，使得消费问题终于浮出水面，引起人们的关注，成为新的经济增长点。由于经济发展的外部环境和内部环境变化，严重削弱了经济增长的各种要素，因此，将开拓国内市场、刺激消费、扩大内需确定为经济增长的基本立足点和长期发展策略，具有重要的现实意义。
消费与增长，传统的计划经济理论认为，经济增长带来消费的增加，增长对消费起着决定性作用。经济增长了才能适当增加消费，消费基金的过快增长会影响和妨碍经济发展，并以此为依据安排经济建设和制定宏观发展计划。在计划经济向市场经济转变的过程中，我们不但取得了制度上的变革，也获得了认识和理论上的突破，那就是不仅增长决定着消费，同时消费对增长具有拉动作用，消费拉动作用在一定条件下可以超过投资的影响作用，决定着经济增长速度的快慢和质量的高低。这一增长观点可以从下面的经验材料和理论获得支持。第一，高收入高消费与低收入低消费两种模式比较。
改变。因此，消费水平没有获得与经济增长的同步增长，海南经济增长的机会成本高昂，经济发展质量不高。与全国平均水平和世界水平相比，海南消费水平低下。九十年代以来，根据国际货币基金组织和世界银行统计，世界平均消费水平为78─79%，全国平均消费水平为58─60%，海南仅为41─55%，见表2-2
总消费又细分为居民消费和政府消费。从上面资料看，建省前政府消费仅占总消费的5─10%，建省后快速上升到20%以上（仅有两年低于20%）。与居民消费和总消费相比，政府支出增长速度是最快的。
2 、消费模型
消费，从实物形态看，表现为商品和劳务；从货币形态看，来源于可支配的实际收入。消费水平的高低主要决定于一国国民个人可支配收入的高低。所谓个人可支配收入是指个人在一年中得到的可以自由支配的收入总和。个人可支配收入是gdp的一部分，受投资、税赋和政府转移支付等因素影响。在其他条件不变的情况下，个人可支配收入决定于gdp的大小和gdp转移为个人收入的多少即收入分配政策。
设个人可支配收入为yd，gdp为y，假定个人可支配收入在gdp中所占比重为b，我们称b为gdp的个人分配系数。这样就得到：
yd=b* y (2．1)
再假定个人消费c是个人可支配收入的函数，由此得到：
c=a+c* yd (2．2)
c=a+b* c* y (2．3)
这样，我们就建立了具有一般意义的消费模型，即式（2．3）。其中，a是自发性消费，为常量，表明一个基本的消费水平；c为边际消费倾向，它是消费增量同个人可支配收入增量的比例，即
c=d c/d yd=d c/(b* d y)=1/b* d c/d y （2．4）
从消费模型可以看出，在边际消费倾向c一定条件下，消费水平取决于两个因素：即gdp的个人分配系数b和gdp。
在gdp既定条件下，个人分配系数b决定了消费总量和消费水平。b是政策参数，是收入分配政策的反映。研究表明，b波动区间的上限，也就是消费的最大限度，受预期投资影响。预期投资决定了预期的收入，所以b受到预期收入影响。因此，消费不但取决于即期可支配收入，也受预期收入影响。
利用消费模型，我们来进一步分析海南经济中消费的特点及消费与收入的关系特征，见表2-3。
表2-3 居民收入与消费情况 单位：元
--------------------------------------------------------------------------------
年份 职工平 居民人均 农村居民 人均储蓄存 居民人 农业居民 非农业居民
均工资 可支配收入 人均纯收入 款年末余额 均消费
1990 1980 1575 778 802 852 698 1436
1991 2194 1726 916 1039 866 667 1609
1992 2720 2318 1026 1680 1128 819 2252
1993 3501 3072 1320 2699 1449 1064 2813
1994 4485 3920 1620 3369 1814 1259 3723
1995 5340 4770 1872 3978 2197 1548 4345
1996 5476 4926 2156 4619 2376 1726 4444
1997 5664 4850 2382 5041 2458 1802 4458
资料来源：《海南统计年鉴》，1998年
第一、以量入为出的低消费为主要特征。
1990─1997年，消费中量入为出观念占主导地位，消费水平低下，且增长缓慢。同期人均gdp增长了2.6倍，人均消费增长1.9倍，其中农业人均消费增长1.6倍，非农业人均消费增长2.1倍。消费水平提高远远落后于经济增长速度，并且消费水平的城乡差距扩大，1990年城乡消费水平比为2.1: 1，1997年扩大到2.5: 1。
第二、收入水平提高落后于经济增长水平。
1990─1997年，职工平均工资增长1.9倍，城市居民人均可支配收入增长2.1倍，农村人均纯收入增长2.1倍，明显落后于经济增长。低收入是现行的收入分配政策的主导思想。低收入必然带来低消费，由此引发的需求不足成为经济增长缓慢的主要因素，无疑制约了经济发展后劲，给经济的可持续发展带来了严重的不利影响。
第三、非工资性收入和非货币化消费现象严重。海南经济表现为低收入低消费的特征同时，还表现为高储蓄。1990─1997年，人均储蓄增长5.3倍，超过了经济增长和收入增长速度。不协调的高储蓄表明，? 居民的非工资性收入即灰色收入相当高，甚至超过工资收入，成为主要收入来源之一。社会团体的小金库和地下经济是灰色收入的来源。地下经济有多大？占gdp份额有多少？尚难估算，也不列入gdp。但是，如果地下经济超过一定份额，将使gdp核算和经济增长测算低于实际水平。地下经济失控无疑将破坏经济肌体的健康，干扰正常的经济秩序。- 非货币消费即实物消费现象不容忽视。公有住房、医疗保健等实物分配曾一度是主要消费形式，目前这些制度改革没有全部结束，尚有遗留问题，新的货币化分配机制也没有完全建立健全，计划经济下的实物消费情结和惯性仍在发生作用，实物或变相实物消费仍大量存在，这些因素影响着消费领域的货币化程度。小金库禁而不绝、政府支出快速增长就是一个明显的例子，见图2-1。
图2-1 人均收入、储蓄、消费曲线
三、消费需求对经
济增长的影响
1、消费贡献率与投资贡献率
经济增长是一个复杂的问题，它受许多因素影响，例如，消费、投资、国际贸易、劳动力、科技进步、经济体制以及政府政策等等。对于投资、劳动力生产要素研究已取得相当多成果，但是，消费对经济增长的影响作用研究，仍有许多空白。近两年，需求不足的负面影响越来越明显，需求不足业已成为经济增长缓慢的主要原因。在基础设施薄弱，生产要素瓶颈作用显著的情况下，投资对经济增长的拉动作用比较明显，扩大投资成为主要的手段。随着经济总量扩张、基础设施完善，投资对经济增长的边际效益逐渐降低，拉动作用逐渐减弱，这时，消费拉动作用会明显增强，并成为刺激经济增长的一个主要因素。贡献率是我们研究消费和投资拉动作用所采用的一个指标。消费贡献率是指消费对经济增长的贡献，即在gdp增长中消费因素所占的比重。投资贡献率是指投资对经济增长的贡献，即在gdp增长中投资因素所占的比重。表3-1为海南1988─1997年消费、投资贡献率。
关于净出口。净出口在海南经济总量中一直占较小比重，近年受贸易政策影响，比重下降。所以净出口对海南经济增长影响较小，这里暂不述及。
2、贡献率分析
在海南经济增长中，消费贡献率一直处于较低水平状态，投资贡献率始终保持较高水平。重投资、轻消费，形成海南经济的特殊格局，成为经济结构中的突出矛盾。1988─1997年，消费贡献率为41─57%，全国平均水平为56─63%，低6─15百分点；投资贡献率为59─41%，全国平均水平为43─34%，高7─16个百分点。
从投资方面看，建省初期，面对比较薄弱的基础设施和经济发展要素诸如电力、能源、交通、原材料等瓶颈制约，我们不得不拿出大量资金搞建设，采取高投资政策，依靠扩大投资规模，来完成经济基础设施建设和经济实力扩张。投资拉动作用十分明显，经济获得迅速增长。由此可见，海南经济走的是一条粗放型的外延式的增长道路。随着经济总量扩张，基础设施和发展要素不断完善，投资对经济增长影响开始减弱。尤其是十年来，在开发建设中出现的低水平、小而全、大而全项目的重复建设问题非常突出。所以，投资对经济增长的边际效益逐渐减弱，投资向最终消费的转化越来越低，投资拉动作用明显下降。近两年，虽然我们采取了积极的财政政策，扩大基础设施投资规模，但是，效果不很明显。因此在经济增长问题上，扩大投资规模只能是权宜之计，而且在宏观投资政策上，我们要一手抓“规模控制”，一手还要抓“结构引导”。
从消费角度看，消费贡献率低于57%，1994年达到谷底水平41%，一直处于较低水平，消费对经济增长拉动作用始终没有真正发挥出来。在投资边际效益下降情况下，消费对经济增长的作用得到加强。但是，海南经济需求不足始终没有得到解决，形成了即使在高投资政策下仍然没有高产出，经济增长持续缓慢。与全国平均水平和世界平均水平相比，海南经济消费贡献率相差10─20个百分点。这个差距就是我们刺激消费需求，开拓国内市场，扩大内需的政策空间。如果消费贡献率每年增长一个百分点，那么，再过十年，海南经济增长水平和质量，就可以居于全国领先水平；再过二十年，将达到发达国家经济水平。
四、海南经济中需求不足的因素分析
综上所述，收入水平，预期收入是消费的主要来源，起着决定性作用，我们称其为内部影响因素。消费习惯、产品质量、品种、价格以及服务，影响着消费选择，可以称其为外部影响因素。海南经济中需求不足，既有内部因素的原因，也有外部因素的原因。总消费包括居民消费和政府消费。政府消费主要受政策影响且较难定量，前面已略有分析，在此不再赘言。下面仅从居民消费方面说明需求不足的原因。
1、收入分配政策改革滞后是造成需求不足的主要原因。
1990─1997年，人均gdp增长2.6倍，职工平均工资仅增长1.9倍，农民纯收入仅增2.1倍。进入九十年代，海南经济得到快速发展，城乡居民收入得以较快提高，消费水平取得明显增长。但是，相对于经济增长水平，收入增长比较缓慢，消费水平没有得到经济增长的全部合理转化成果。在经济增长中，有相当的份额是我们牺牲掉的收入和消费增长的部分。从消费模型看，在既定gdp条件下，可支配收入高低取决于收入分配系数的大小。收入分配系数是政府收入分配政策的反映。高投资政策，必然是低收入分配政策，也必然带来低消费，造成需求不足。低收入分配政策同时也是非工资性收入膨胀和非货币化消费增加的根源。
2、价格机制改革快于收入机制改革影响消费需求增长。
我们进行经济体制改革开放，许多改革措施往往是以价格调整为契机的。价格机制成为政府和居民关注的焦点。尤其是推行市场经济体制改革后，由于认识上的误区，以及市场流通领域利益驱动和立法力度不够等原因，国内市场商品价格比较混乱，曾一度失控。在与国际市场接轨问题上，盲目追逐价格平行而忽视了产品品种、质量等非价格因素，也忽视了居民的收入水平和购买能力。在利益驱动下，国内市场上的粮、糖、棉、钢材、汽车、家用电器、服装、航空客票、标准住宿费、电影票、公
园门票、美容美发等价格，基本接近国际市场价格水平，有的甚至高于国际市场价格。然而，我们的收入水平与其他国家相比，相距甚远，我们的购买力远远落后于其他国家。从收入分配看，工薪阶层占绝大多数，私有经济业主仅占极小份额。所以工薪阶层是我们的消费主体。由于工资收入增长缓慢，名目繁多的“补贴”等非工资性收入仍是大多数居民家庭的主要收入来源，从而形成低收入与高价格这一突出矛盾，使得居民的消费需求得不到充分满足，居民消费处于抑制状态，从而造成消费市场低迷，有效需求不足。
3、经济周期性波动，预期收入下降是目前影响需求不足的一个不容忽视的因素。
在计划经济向市场经济转变过程中，政府实行了一系列改革措施。例如，住房制度改革、社会保障制度改革、医疗保险制度改革、教育体制改革、退休制度改革、国有企业改革和政府机构改革。这些制度改革措施一方面影响着居民的消费支出，另一方面影响到人们的思想和心理态势，因为人们原有的计划经济的思想惰性和情结在相当的范围和程度上存在着。加上近几年经济周期性波动影响，使人们对经济的预期不明确，对收入的预期下降。这些因素使人们少支出多储蓄，以备将来不时之需。在诸多改革措施中，收入分配机制改革仍然未提到议事日程，露出庐山真面目，同时又要面对下岗分流、子女教育费上涨等支出增加压力。因此，人们只能精打细算，以积极节流被动开源方式来抵御收入预期的下降。
4、消费模式不利于需求不足状态改变。
海南经济发展的滞缓期比全国多十年。建省后，进入九十年代，海南经济才开始真正的开发建设。农业，是海南经济的主要基础产业，在产业结构中占有支配地位。所以，由于长期经济滞缓和文化背景因素影响，海南经济的消费习惯根深蒂固，消费模式表现为传统社会中的低收入低消费，量入为出的特征。在改革开放中，海南经济获得了长足发展，发生了巨大变化，然而，消费习惯、消费模式没有多大变化。
十年来，储蓄率不断上升，1992年超过60%。随着收入增加，消费未得到较快增长，储蓄却大幅上涨，说明人们增加的收入不是用来扩大消费而是进行储蓄。高储蓄率可以为经济发展提供资金，在经济起步发展阶段是非常必要的。但是随着经济总量扩大，高储蓄将影响消费率的提高，对经济增长产生负面影响。在经济波动发生时，人们在经济预期不明确的情况下，必然采取多储蓄，而不是多消费。近两年的经济实践表明，在扩大内需问题上，高储蓄率是一大障碍，虽然央行连续七次大幅度减息，但统计资料显示，储蓄有增无减，国民储蓄热情依然高涨。所以在目前形势下，单一的降息货币政策也难以取得预期效果。高储蓄就意味着低消费，它们是一个问题的两个方面。生活上的节约简朴，就微观而言，是一种文化美德，但就宏观而言是有害无益的，是不经济的。它往往成为低收入低消费的一个合理支点和借口。在现实经济活动中，伴随着生活上的节约，是生产上的大量浪费和重复建设，是资源、能源、原材料和人才的大量浪费。在资源稀缺和经济产出成果有限的条件下，这无疑是两把杀手锏，使消费水平难以提高。因此，在扩大内需问题上，不但要一手抓鼓励消费，一手还要抓生产环节中的浪费，要珍惜稀缺的资源。
5、影响需求不足的其他因素
第一、投资结构不合理和投资效益低下，不利于收入增长，不利于消费增加。我国财政政策比较单一，主要以投资为首选手段来进行宏观调控，当经济过热时就严格压缩投资，在经济低迷时就大量追加投资。这种政策的结果是，重复建设、盲目建设、低水平低效益项目十分严重。投资结构不合理和建设项目效益差，造成企业普遍严重亏损，甚至有许多项目一开工就亏损。投资严重浪费，生产能力相对过剩，企业低效，从而造成职工下岗人数增加，收入增长缓慢。我们可以算一笔帐：1997年，以全国平均水平为标准，通过扣除gdp的投资额，来调整海南消费率上升5%达到60%，那么5%的gdp就是20个亿，（1997年gdp为408个亿），相当于海南当年全社会固定资产投资的12%；如果以世界水平为标准，那么，就要扣除gdp的23%即94个亿的投资额，相当于海南全社会固定资产投资的56%。这部分就是由于消费与投资结构不合理和投资效益低下形成的。
第二、商品和服务不能满足消费需求。居民消费依靠对市场所提供的商品和服务的效用选择来实现的。国内市场上，中、低档商品占主体，高档较少，与国际市场相比，质量存在明显差距。高、中、低档商品分类，不应当仅仅是价格差别，更重要的应该是质量和服务的区别。居民对进口商品的热衷就是对国内市场不能满足消费需求的一个规避。商品价高质差，假冒伪劣现象猖蹶，欺诈消费者现象屡屡发生，这无疑严重地打击了消费者的信心，抑制了购买力的顺利实现。同时，产品品种、结构单一，也构成对消费的消极影响。有关资料显示，美国市场销售产品超过40万种，而我国市场只有10万多种，而且在工艺、质量、技术含量方面存在明显差距。
五、扩大内需的政策措施
以需求不足为特征的海南经济的缓慢增长，已经引起有识之士的普遍关注。
国家在实施积极的财政政策和货币政策的同时，也把扩大内需做为宏观调控手段，来促进经济的增长。在这样的大环境下，海南应以此为契机，积极拓展消费市场，刺激消费需求，及时制订有效的政策措施来解决长期困扰经济增长的需求不足问题。如果需求不足长期存在，在投资手段不能有效地发挥作用的情况下，就可能产生通货紧缩。目前经济运行中的通货紧缩问题应引起我们的警惕。因为通货紧缩将吞噬海南经济十年来取得的成果，带来经济的严重倒退。如何拓展消费市场？如何刺激消费需求？如何克服和避免经济增长中可能出现的需求不足问题？我们认为，首先应该将提高消费率、降低投资率作为制订经济政策的基本出发点和长期发展战略。虽然需求不足就表现为消费率的低下，消费率提高意味着需求不足的改善，但是，在解决需求不足问题上，首先应该注重消费率的提高。因为海南经济发展实践表明，由于过度地强调了投资的作用，忽视了消费的影响作用，造成海南经济出现高投资率、低消费率的发展格局，投资与消费二者比例关系不协调，影响了海南经济增长的持续性和增长质量。应当承认，这是由于我们认识上的误区和政策引导上的失误造成的。为此，要尽快调整二者比例关系，改变原有格局，提高消费率，降低投资率，达到经济良性循环。提高消费率并不是消极的压缩投资，以经济增长为代价换取消费的增加，而是积极地扩大消费，使消费增长快于投资增长，在经济适度增长条件下消费与投资的比例关系协调发展。同时，注重经济运行的平稳性和政策的连续性，克服和避免经济周期性波动所造成的危害；注意防范收入水平和消费水平差距扩大，出现社会两级分化，要“效率”与“公平”并重，利用宏观调控手段，逐步实现最大程度的社会公平，保证经济发展所要求的安定的社会大环境。在政策操作上，具体地应采取以下措施：
1、加快收入分配机制改革，尽快制订出台改革方案。
提高国内生产总值的个人分配系数，也就是加大经济发展成果向个人倾斜力度，以提高居民收入水平，从而增加有效需求；将工资制度改革提到议事日程，尽快提高政府公务员和国有企业职工工资收入水平，将住房、医疗、社会保险和子女教育等项费用计入工资，消除现存工资制度中的各种补贴和分配中的实物消费形式，实现货币化分配。建立起明确的工资增长机制，完善各项福利制度改革，实现职工福利的市场化和社会化管理。同时，尽快完善其他各项经济体制改革，减少由此带来的经济周期性波动和人们对经济预期的不明确，提高未来收入的预期。
2、适当提高粮食收购价格，切实减轻农民负担，逐步提高农民的收入水平。
农业是海南经济的基础性支柱产业，农业人口占总人口的四分之三，所以农村消费市场发展前景广阔。十年来，农民收入水平和消费水平增长缓慢，城乡差距扩大。但是，农民的边际消费倾向较高，所以要逐步增加农民收入，从而启动农村消费市场。增加农民收入的具体措施包括：? 适当提高粮食收购价格。粮食是农业的主要产品，是农民收入的主要来源，并且粮食价格仍有上调的空间，所以要提高粮食价格，保证农民主要收入来源，维护农民种粮的积极性；- 解决瓜菜水果保鲜、运输和销售环节矛盾。瓜菜水果已成为农业的一项重要收入，但是保鲜技术缺乏、运输和销售难的问题比较普遍，要加强“绿色通道”软、硬件建设，保证产销顺利实现；? 切实减轻农民负担。取消各种不合理摊派，实现以税代费，在目前情况下，对农民实行税率优惠政策；精减乡村干部，降低农民负担干部的系数。资料表明，农民收入中除去消费，并未全部转化为农业投资，有相当一部分被各种不合理摊派吞掉，这无疑提高了农业生产成本，增加了农民负担，也打击了农民的生产积极性；ˉ 加快农村基础设施建设，就地消化农村剩余劳动力，谋求优质高效农业。农村的经济发展要素瓶颈作用十分明显，劳动力大量剩余。加快农村基础设施建设，加快农业经济发展步伐，就地消化剩余劳动力，是必由之路，同时推广科学技术，实现农业产业化发展，从而达到增加农民收入，增加农民有效需求的目的。
3、增加城镇低收入阶层的收入，缩小收入水平差距。及时足额发放下岗职工生活补贴和失业救济金，健全社会保险机制，这是刺激消费的需要，也是社会和经济稳定发展的需要。开征利息税，单一的减息政策未能获得实效，同时配以积极的财政税收调节政策，进行收入再分配，使收入向贫困居民转移。储蓄率居高不下，消费需求低迷不振，是开征利息税的有利时机。通过利息税，不但可以增加财政收入，实现收入再分配，还可以达到缩小城镇收入水平差距，从而增加有效需求。
4、加快消费观念转变和消费模式升级。
需求不足与量入为出的消费习惯有密切关系。在刺激消费需求上，要注重消费观念的转变，从政策上引导居民形成正确的消费观念，将消费提到与储蓄对经济发展同等重要的高度去认识，转变传统的量入为出的低消费习惯，培养人们形成积极的适度消费观念。同时大力开展消费信贷，改变消费信贷落后局面，建立健全个人信用制度。积极推广以住房、汽车
等高档耐用消费品为主的信贷形式，方式可以多样，方法应更加灵活。大力支持收入稳定的消费者进行提前消费。
5、调整产业结构，提高产品和服务质量，切实保护消费者合法权益。
对于严重过剩项目，坚决实行“关、停、并、转”，并严格禁止上新的项目，对于已近饱和的项目，要严格限制新项目开工，对投资实行严格的管理责任制，克服投资决策中的官僚主义，杜绝新的重复和浪费。增加产品品种,提高产品质量和服务水平，严厉打击假冒伪劣产品活动，加大消费市场执法力度，切实保护消费者合法权益不受侵害。
消费与经济的关系范文4
关键词 经济增长 能源消耗 协整 误差修正
中图分类号：F061.2 文献标识码：A
一、引言
随着经济全球化的发展，使各国经济增长对能源的依赖度越来越高。能源消耗与经济增长的关系已经深刻影响到国家经济发展及其政策的制定。因此，研究经济增长与能源消耗的关系极具深刻的现实意义。
近些年，国内学者对中国能源消耗与经济增长的关系进行了大量实证研究。经过查阅文献，我们把近几年的实证研究的差异特点归纳如下：（1）变量范围选择差异：多数为研究中国经济增长与能源消耗总量之间的关系，也有少数人分地区研究了它们之间的关系，像何宏考虑到东、中、西部发展不均衡用分位回归法来分别研究我国东部、中部、西部的经济增长同能源消耗的关系。（2）运用模型的差异：多数学者用线性模型（主要是协整与误差修正模型）来研究（林伯强，2003年；冯沛运等，2010年；谭冰清等，2010年），也有学者用扩展的生产函数（赵丽霞等，1998年），也有学者用非线性模型（神经网络模型）（苏泽雄，2003年）等。（3）选用变量、变量个数、时间期限及选择的地区不同。特别需要提到的是最近几年，面板数据的使用也扩展到能源消耗的分析中（刘畅，崔艳红，2008年），另外碳排放问题的热点使得研究能源消耗的文献，开始转向能源消耗与环境问题的关系（陈诗一，2009年）。
本文运用协整理论与误差修正模型选择1980年―2009年间的相关指标（GDP，能源消耗总量）进行实证分析，并根据2012年国家统计局公布的2010年GDP最终核实数对2010年能源消费总量进行了预测，以期能够对我国能源生产提供合理的建议。
二、实证方法及数据选取
（一）实证方法。
由于大多数时间序列数据都是不稳定的，使得传统的OLS估计方法可能出现伪回归，并且在20世纪70年代的经济动荡面前预测失灵。因此，由Engle和C.J.Granger提出的协整理论经常被用来检验时间序列变量的长期稳定关系。
协整理论认为：对于两个非平稳的时间序列，若它们是同阶单整的，则这两个向量的某种线性组合可能是平稳的，即这两个向量之间可能存在协整关系，所隐含的意义是两者之间的长期稳定关系。EG两步法得到的协整参数估计量具有超一致性和强有效性，并且其应用较简单实用，本文采用该方法进行协整检验并构建误差修正模型。
由于协整理论只能说明向量间的长期稳定的均衡关系，它并不能反映出变量之间长期均衡与其短期波动之间的关系，以及两者之间短期波动的关系。因此，为了建立短期的动态模型以弥补长期静态模型的不足，误差修正模型（ECM）被多数研究引用。所以本文在Var模型的基础上提出误差修正模型来观察变量间的动态关系，并利用Granger因果检验来判别变量间短期的因果关系。
（二）样本数据选择及预处理。
本文分析所使用的样本数据为1980―2009年的年度数据，数据来源于《中国统计年鉴（2010）》及《2009中国能源统计年鉴》，采用的数据有国内生产总值（GDP，单位：亿元），能源消费总量（TEC，单位：万吨标准煤）。
根据GDP平减指数（1978=100）对GDP进行调整，以得到实际GDP。为了消除异方差，对各变量进行对数化处理，这样既不改变协整性，又能引入弹性的模型参数，更具有理论价值。为方便起见，下文用LGDP,LTEC来分别表示实际GDP，TEC的自然对数值。
三、协整分析与误差修正模型
（一）平稳性检验。
虽然在研究中，DF和ADF统计量是应用最广泛的单位根检验，但是它的检验功效较低，尤其是在小样本条件下，数据的生成过程又高度自相关时，检验功效会被进一步削弱。因此我们在这里使用Elliott，Rothenberg和Stock（1996）为改进DF和ADF检验效能而创立的DF-GLS检验。
我们对LGDP和LTEC序列做线图（见图1、图2），发现二个序列呈现出较高的线性趋势，因此在做平稳性检验时采用带趋势和截距项的DF-GLS检验。滞后期根据SIC原则进行确定，最终检验结果见表1：
表1 单位根检验结果
检验结果显示，时间序列LGDP，LTEC都是非平稳的时间序列，但他们的一阶差分在10%的显著性水平下都是平稳的，因此LGDL与LTEC都是I(1)过程。这样我们就可以对其协整关系检验及建立误差修正模型。
（二）E-G两步法建立误差修正模型。
1、协整关系检验。
首先建立LTEC对LGDP的回归方程，如下：
LTECt = C(1) + C(2)*LGDPt + Et
估计后可以得到：
LTECt = 8.8013 + 0.5863*LGDPt
t=（132.0120） （44.5687）
F=1986.370
这样我们的的残差序列为：
对残差序列进行单位根检验得到结果：
因此上述方程，即：
LTECt = 8.8013 + 0.5863*LGDPt
体现了能源消费总量与GDP之间存在协整关系（长期均衡关系），协整向量为（8.80,0.59）。这里我们可以看到GDP每增长1%，就要带动TEC增长0.59%，即GDP对TEC的弹性系数为0.59。
2、建立误差修正模型。
为了得到能源消耗总量与GDP之间与现实更加贴近的关系，我们建立误差修正模型，该模型较好地将短期误差与长期均衡联系了起来。
误差修正模型为：
(LTEC t) = C(1) + C(2)*E t-1 + C(3)* (LGDP t)+ ut
其中：Et是协整方程LTECt = 8.8013 + 0.5863*LGDPt的残差序列。
估计得到误差修正模型为：
(LTECt) = 0.01732 - 0.1531* Et-1+ 0.4058* (LGDPt)
t=（1.1521）（-1.4706） （2.7959）
0.2698 F=4.8038
我们首先要明确 (LGDP t)的经济含义：
(LGDPt)= LGDPt - LGDPt-1
=ln（GDPt）- ln（GDPt-1）
=ln（GDPt / GDPt-1）
≈（GDPt - GDPt-1）/ GDPt-1
即表示GDP的发展速度。
这样有误差修正模型可知：GDP的发展速度同能源消耗的增长速度存在正相关关系，GDP发展速度提高1%，则会导致能源消耗速度增长0.4058%，这反映了中国经济增长对能源消耗的依赖程度还是非常的高。同时前期误差项会保证短期扰动以（-0.1531）的力度向长期均衡靠拢。
3、预测2010年能源消耗总量。
根据2012年国家统计局公布的2010年GDP最终核实数401513亿元，按不变价格计算，同比增长10.4%。据此我们根据误差修正模型我们可以预测到，2010年能源消耗总量的增长速度为5.5095%，而2009年的该指标的增长速度为5.21%。根据误差修正模型计算的2010年能源消耗总量为323541.6573万吨标准煤，我们根据协整方程计算的2010年长期均衡使用量为322493.2944万吨标准煤，而2010年我国能源消耗总量实际值为324939万吨标准煤，本文长期均衡模型预测误差为-0.75%，短期均衡模型预测误差为-0.43%，两个预测误差在可接受误差范围之内。
四、 结论
1、我国国内生产总值与能源消耗总量之间存在长期均衡关系，且研究发现国内生产总值对能源消耗总量的弹性系数为0.59，即国内生产总值每增长1%，就要带动能源消耗总量增长0.59%，。
2、国内生产总值对能源消耗总量的长期影响程度大于短期影响程度。协整长期均衡模型中两个变量的回归系数为0.5863，而短期误差修正模型中的回归系数为0.4058。
3、短期中，我国经济发展速度每提高1%，将会导致能源消耗总量增速提高0.4058%。
4、通过协整模型与误差修正模型对2010年进行预测发现，2010年长期均衡能源消耗量为322493.2944万吨标准煤，而短期预测值为323541.6573万吨标准煤，两者误差均在1%以内处于可接受误差范围内。
（作者：广东商学院2009级统计学硕士研究生，研究方向：统计应用与经济计量分析）
参考文献：
消费与经济的关系范文5
关键词：政府消费 居民消费 经济增长 非参数模型 逐点回归
引言
最终消费分为居民消费和政府消费，消费需求的增长作为拉动经济增长的重要措施，在经济发展过程中有十分重要的作用。居民消费是指在一定时期内，全体居民通过市场对各种消费品与劳务的消费需求，是衡量人民生活水平是否提高的重要指标之一，居民消费的需求数量、结构组成以及意愿倾向都对经济增长情况起着重要的影响。政府消费在统计上指政府部门为全社会提供公共产品或服务的消费支出，以及免费或以较低价格向居民提供货物和服务的净支出，研究政府消费能全面了解政府财政支出对经济增长的影响，缓解财政效率和财政公平之间的矛盾，促进社会和谐发展。我国居民消费和政府消费与经济增长之间存在密切的关系，对经济增长起着重要的影响。研究政府消费、居民消费与经济增长的关系对于积极实施扩大内需战略、拓宽消费领域和改善消费环境，促进经济可持续发展具有重要的实践意义。
理论分析
（一）居民消费与经济增长
我们通常将消费、投资和净出口作为拉动经济增长的“三驾马车”。而居民消费作为最终消费的重要组成部分，对经济增长起着不可忽视的拉动作用，其对经济增长的拉动理论可以分为直接拉动论和间接拉动论。
1.居民消费直接拉动论。在开放性的经济环境中，居民消费、政府购买、投资和净进出口值是国内生产总值增长的四大直接来源。居民消费增长，则国内生产总值增长，反之，居民消费减少，则国内生产总值下降，因此，居民消费和经济增长二者之间存在直接相关的关系，所以可以通过增加居民消费来直接带动国民经济的增长，而不需要任何的中间环节和中间变量，即居民消费的增加可以直接刺激经济增长。当然，居民消费的无限增长一旦超出国内生产能力的界限，就会导致名义上的经济增长和通货膨胀。
2.居民消费间接拉动论。居民消费除了直接刺激经济增长外，还可以借助中间环节或中间变量来拉动经济增长。主要表现形式就是，增加居民消费可以使投资发生变动，然后二者一起带动经济的发展。从投资需求的角度看，投资需求是一种中间需求，此类投资并不能带动经济的长期增长，只有将此类投资与居民消费需求相配合，才能真正的拉动内需，从而促进经济的可持续性增长；从投资乘数来看，投资乘数与边际消费倾向是同向变动的，边际消费倾向增大，投资乘数也增大，所以投资的扩张就等同于居民消费的扩张。因此，投资需求间接拉动了经济增长。
总之，居民消费对经济增长具有促进作用。
（二）政府消费与经济增长
关于政府消费和经济增长的关系，目前还没有一致的结论，可以将两者之间的关系概括为政府消费推动论和政府消费抑制论。
1.政府消费推动论。政府作为市场经济殊的消费者，其消费行为带有明显的特征。首先，政府消费的数额非常巨大，在我国，政府消费占GDP比重较为稳定，自1980年至今始终保持在13%～15%之间，其巨大的消费数量直接促进社会总产出增加，拉动经济增长。其次，政府消费的对象广泛，从关系国计民生的钢材、石油、煤炭等产品，到政府日常消耗的纸张、笔墨等，都属于政府采购的范围，如此广泛的政府采购可以推动各行各业的互动发展，延长产业链，进而间接推动整个社会的同步发展。最后，政府消费的实质在于为全国居民提供公共服务，其消费行为的外部性，可以对市场和社会心理产生不同的影响。例如，政府消费在医疗卫生、教育文化、卫生保健等社会保障方面支出的增加，将间接提高居民收入水平，增加居民对未来收入的乐观预期，从而刺激居民的消费需求，促进经济增长。
2.政府消费抑制论。从经济增长理论来看，政府消费增加可能对居民消费和政府投资产生“挤出效应”。 从政府消费数量来看，政府消费数量增加，导致商品市场上商品和服务的供给不足，物价随着上涨，在货币名义供给量不变的情况下，实际货币供给量会因价格上涨而减少，结果利率上升，进而导致投资减少，投资减少进一步导致经济增长放缓。从政府消费结构组成来看，过多的公共支出将增加政府运营成本，可能导致政府机构臃肿，官僚腐败等现象的产生。此外，过多的公共服务，将打消劳动者的生产积极性，可能出现社会“福利陷阱”。以上这些都不利于经济快速稳定的可持续增长。
总之，政府消费与经济增长之间的关系存在不确定性。
数据来源和构建模型
（一）数据来源
本文所采用的1990～2010年的省际面板数据来源于《中国统计年鉴》、中经网统计数据库以及各省（市、自治区）的统计年鉴，包括除港、澳、台地区以外的共30个省（市、自治区）的统计数据（考虑到重庆于1997年建立直辖市，因此将1997年之后的重庆数据并入四川省计算）。
（二）构建模型
通常来说，对面板数据进行计量建模分析，可采用参数、半参数和非参数三种分析方法。本文拟选取非参数面板数据模型对数据进行实证分析。当然，为了说明非参数方法的优点，我们同时也构建了参数面板数据模型加以对比。
在建立参数面板数据模型前，需要对数据进行两步检验，以此判断该选择何种形式的面板数据模型。第一步，进行拉格朗日乘数（LM）检验，即检验是选取面板数据模型还是混合回归模型。经检验结果表明P值小于0.01，因此选取面板数据模型；第二步，在选取面板数据模型的基础上进行Hausman检验，即判断是选取随机效应模型还是固定效应模型。经检验结果表明P值也小于0.01，因此我们选取固定效应模型。
本文将居民消费和政府消费变量引入国内生产总值函数中，建立面板数据的固定效应模型如下：
（1）
其中，被解释变量Y表示国内生产总值，是衡量国民经济发展状况的最佳指标；K表示资本存量，是度量资本投入的指标，其计算方法参考单豪杰（2008）；L表示就业人数，用年末在岗职工人数来度量；G表示政府消费；C表示居民消费；α是截距项；ε是残差项，它服从均值为0，方差为σ2的正态分布；下标i和t表示第t年的第i省份（市、自治区）。根据面板数据固定效应模型的LSDV估计法得到模型（1）中各因素的参数值（见表1）。但是，模型（1）的设定存在两个方面的局限：第一，由于模型（1）是线性参数模型，解释变量之间的多重共线性问题在参数估计中无法彻底解决；第二，由于参数估计方法的局限性，估计的参数值无法反映各独立变量的变化趋势以及变量之间的相关性。
为了克服以上参数模型设定中的两个缺点，本文尝试建立非参数模型。非参数模型的优越性在于：非参数模型可以根据面板数据的特征自由设定模型，模型中的多元函数f （·）除光滑性外，未对其形式做任何限制，从而避免了模型设定可能带来的误差。非参数模型的估计方法对回归函数没有太强的约束，其估计结果更加稳健和精确，且能够提供各个变量对经济增长影响的趋势分析，为我们提供了更好的分析问题和解决问题的方法和渠道。
因此，非参数面板数据模型建立如下：
（2）
其中αi为个体效应。模型（2）可用局部线性估计方法进行估计，具体方法为：
令yit=ln（Yit），xit=（ln（Kit），ln（Lit）ln（Git），ln（Cit）），并将函数 f （·）在点x=（x1，x2，x3，x4）处进行局部线性化，故模型（2）可写为：
（3）
其中ζit中包含局部线性化后的余项；为列向量，，i =1，2，3，4。由式（3）可得：
（4）
其中。将式（4）中的加权最小二乘解定义为φ（x）的估计，即求解令最小化的φ（x），结果为：
（5）
其中K（g）为核函数，h为窗宽。由的表达式，又有：
i =1，2，3，4 （6）
其中λi代表第i个元素为1，其他元素为0的1×4的行向量。非参数模型的估计式与参数估计不同，其非参数估计式为x的函数，它反映各解释变量对被解释变量的边际影响，则分别表示函数f （x）的四个偏导数在x=（x1，x2，x3，x4）处的估计值。
为进一步得到各影响因素在平均水平处的估计值，需要分别计算非参数估计φ（x）
在样本均值处的值，其中，
，η=1，2，3，4，xη，it表示第η个变量在（i，t）处的值。又因为估计量是的函数，可以计算x中某些分量为常数时的φ（x）=（θ1（x），θ2（x），θ3（x），θ4（x））′。
本文拟利用以上所述的非参数估计方法实证研究政府消费、居民消费对经济增长的影响，并可进一步刻画各个因素关于自变量的变化趋势。
实证结果和经验分析
因为高斯函数是正态分布的密度函数，因此，在非参数模型回归估计中，我们选取高斯函数作为核函数，并且根据Ullah和Roy（1998），选择最优窗宽h=an（-1/13），其中a为正的常数。因为窗宽对非参数估计结果具有敏感性，通过反复检验，我们选择a=5.3时的估计结果，其对应窗宽为h=2.5613，估计结果见表1。
通过观察表1，我们发现：两种方法对各自变量的估计结果在方向上是一致的，且居民消费对经济增长的贡献度最大，其次为资本存量和就业数量，最小的是政府消费；但是从系数绝对值来看，参数估计比非参数估计低估了资本存量、就业数量和政府消费为对经济增长的影响程度，高估了居民消费对经济增长的贡献度。此外，由非参数面板数据模型的估计结果可知：居民消费每增加1%，则促使经济增长0.5524%；政府消费每增加1%，也促使经济增长0.1501%。说明在中国目前的经济发展阶段，增加居民消费和政府消费都能促进经济增长，但是居民消费对经济的促进作用高于政府消费。
我们运用非参数逐点估计，对各影响因素对自变量系数的变化趋势做出分析。具体方法为：将区间[mini，t{xit}，maxi，t{xit}]等分成29个子区间，即30个端点，其中xit是任一解释变量。我们共设计了16种估计：如在考察四个变量的系数随政府消费变化的趋势时，在各点处，做非参数估计，其中j =1，2，3，4，因此可得到4种非参数估计结果，类似地，我们可以考察其他自变量系数对任一变量的变化趋势。图1和图2分别提供了四个变量关于政府消费系数和居民消费系数的逐点回归估计结果。
由图1和图2，可得到如下回归估计结果：
第一，政府消费系数与资本存量是先上升后下降，然后再上升的复杂关系，说明随着资本存量的增加，政府消费这一变量对经济增长的促进和抑制作用交替出现，造成这一现象的原因考虑到我国不同的发展时期，政府政策的倾向性不同，政府消费在不同的经济发展阶段对经济增长的作用也会不同。政府消费系数与就业数量呈现递减的关系，表明了随着年末在岗职工人数的增加，政府在公共支出领域，如文化教育、医疗保健、社会保险等方面的消耗性支出必然会加大，挤占政府的投资性支出，不利于经济的增长，政府消费对经济增长的促进作用必然会越来越小。
政府消费系数与政府消费数额存在逐渐递减的关系，说明随着政府消费数额的逐渐增加，政府消费对经济增长的促进作用越来越小。这是因为在经济的发展初期，适量的政府消费支出促进了经济增长，但是过多的公共产品投入，可能催生经济活动参与者的惰性，出现“养懒人”的现象，反而阻碍经济增长。政府消费系数与居民消费数额表现为先增加后减小的关系，说明随着居民消费的增加，政府消费这一变量对经济增长的影响是促进作用，但是当居民消费的数额增加到一定程度时，反而政府消费对经济增长的贡献作用变小，即存在一个“拐点”。表明政府的消费行为是理性的，政府根据经济发展状况决定政府支出数额的比例，当居民消费需求扩大后，政府必然会削减消费性支出，主要依靠居民消费来拉动经济增长。
第二，居民消费系数与资本存量是先下降再上升再下降的关系，说明随着资本存量的增加，居民消费这一变量对经济增长的促进作用是先下降后上升的，当资本存量增加到一定程度后，居民消费对经济增长的促进作用又会减弱。在经济发展初期，居民普遍收入水平不高，即使资本投入的增加也无法刺激居民消费，这时居民消费对经济增长的促进效应不强，随着居民收入水平的不断增加，居民消费也逐渐增加，因此对经济增长才有明显的促进作用。但是近些年居民消费又对经济增长的促进作用开始出现减弱的现象，暗示了我国资本投入的低效率或无效率，这对于整个社会的经济增长是极为不利的。居民消费系数与就业数量呈现逐渐递减关系，说明随着我国劳动人数的增加，居民消费对经济增长反而起了抑制作用。这是因为虽然我国就业人数增加了，但是劳动者工资普遍较低，较低的收入水平以及对未来收入的不确定性都会抑制居民的消费需求，从而间接的阻碍了经济增长。
居民消费系数与政府消费数额存在平滑的递增的关系，暗示随着政府消费支出数额的增加，居民消费对经济增长起了促进作用。这是因为政府消费支出对居民消费有着调解作用，即政府消费的增加，不仅可以部分替代居民在这方面的消费，间接增加居民收入，同时还会减少居民对未来不确定性的担心，进而增加其他消费，从而间接的促进了经济增长。居民消费系数与居民消费数额表现为递增关系，说明随着居民消费数额的增加，居民消费这一变量对经济增长有着非常显著的促进作用。居民消费作为经济增长的最主要的推动力，对增加社会需求总量起了至关重要的作用，因此提高居民收入水平，刺激居民消费，是保持经济持续稳定增长的关键之举。
结论和建议
综上所述，本文认为居民消费对经济增长有着积极的促进作用；而政府消费对经济增长的影响具有政策倾向性，在不同的经济发展阶段具有不同的促进作用。在经济发展初期，政府消费和居民消费都对经济增长起较大的促进作用，当经济发展到一定水平后，居民消费对经济增长的促进作用越来越大，而政府消费对经济增长的促进作用越来越小。
近几年，随着我国经济增长方式的转变，越来越重视扩大内需，最新的“十二五”规划纲要里，将扩大消费表述为“扩大内需的战略重点”，消费将发挥越来越大的作用。可采取以下措施：居民消费方面：健全市场法规，完善市场管理；健全市场体系，形成良性竞争以提高商品质量和服务质量；提高农民收入；加快收入分配制度改革；培养消费者正确的消费文化，转变人们的消费观念，培养消费意识；倡导新型的可持续的消费模式，提倡生态消费、循环消费。政府消费方面：提高政府在教育、医疗、住房和社会保障等“纯民生”公共支出的比重，完善社会保障体系，解决人们的后顾之忧；将政府公共支出更多的向中西部落后地区，尤其是贫困农村地区倾斜，从而缩小地区以及城乡差距，促进经济和谐稳定的发展。
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消费与经济的关系范文6
关键词：中国居民消费水平；数量关系分析；统计预测
一、研究背景
改革开放以来，随着我国经济的迅速发展，人民的生活水平也日益提高，同时，居民的消费水平也在不断提升。要想维持持续稳定增长的居民消费水平，研究居民消费水平的规律性以及预测其变化发展趋势就变得尤为重要，这就需要研究居民消费水平与经济发展之间的数量关系。
二、理论综述
分析居民消费水平的影响因素，可以从多个角度分析，影响其水平高低的因素也有多种，然而根据理论及经验，首要应考虑的因素为经济发展，经济发展对居民消费水平有着最主要的影响。理论上，经济增长越多，居民消费水平越高。
三、指标的选取和数据的说明
1.指标（变量）的选取。选择居民消费水平作为被解释变量Y，国内生产总值作为解释变量X。衡量一国经济发展水平的指标可以有多种选择，但是人均国民收入，即国内生产总值GDP是用来衡量一国或地区经济发展水平的通用的指标，故这里选择GDP作为解释变量X。
2.数据的收集与说明。数据来源于中国统计局数据库，数据范围的选择为1978年-2013年该36年间的中国全体居民消费水平以及国内生产总值的数据。数据选择自1978年开始，是考虑到我国的国情状况，改革开放前经济波动较大，所以选择改革开放前的数据没有较强的现实意义，所以这里选择改革开放后的数据，来反映经济增长对居民消费的影响及两者之间的数量关系。
四、模型的设定与估计
1.模型设定。为了分析居民消费水平Y和人均GDP的关系，做散点图，如下：
通过散点图可以看出，居民消费水平Y和人均GDP之间的关系大致呈线性关系，为了接下来研究居民消费水平与国内生产总值之间的数量关系的规律性，建立以下简单线性回归模型：
2.参数估计。用Eviews作一元线性回归得到估计方程为：
Y=623.2472+0.02532X
（138.1485）（0.000675）
t=（4.511429）（37.53213）
五、模型检验
1.经济意义检验。方程中估计的变量X前的参数为0.02532，说明国内生产总值GDP每增加一亿元，居民消费水平平均增加0.02532元，这与经济学理论相符合，通过经济意义检验。
2.拟合优度和统计检验。R2=0.976432，说明模型整体上对样本数据的拟合程度较好。此外，由t=37.53213，大于临界值，通过t检验，说明国内生产总值对居民消费水平有显著的影响。且nR2=35.151552，大于临界值，说明该模型存在异方差。
3.自相关检验。运用DW检验法，DW=1.0901723
4.异方差检验。对调整后的模型进行异方差检验，模型中不存在异方差。调整后的方程为：
Y=894.834+0.023783X
（320.9484）（0.001338）
t=（2.788093）（17.77463）
六、结论与政策建议
1.结论。①居民消费水平与国内生产总值之间存在正相关关系，表现为：国内生产总值每增加一亿元，居民消费水平平均增加0.023783元。②国内生产总值对居民消费水平存在显著影响，国内生产总值常被公认为衡量国家经济状况的最佳指标，它可以反映一个国家的经济发展水平。国民收入提高，在其他因素不变的情况下，居民购买力提高，从而消费水平增加。
2.推论及政策建议。①改善收入分配制度，提高居民收入水平。居民收入水平和消费倾向是决定居民消费需求的两个重要因素，而消费倾向在很大程度上与收入分配的状况有关，因此要扩大居民消费需求，应目力提高城乡居民收入水平。②调整消费政策，改善消费环境，继续整顿和规范市场经济秩序，加快生活基础设施建设，尤其是要加快改造农村电网、广播电视网、邮政通讯网、信息网等消费环境，扩大农民的消费需求。③培育消费热点，促进消费节后和产业结构升级，扩大居民教育消费，在知识经济时代，增加居民教育消费，是提高居民消费层次和质量的关键，增加居民信息消费，对着国民经济和社会信息化快速推进，信息消费渐已成为居民消费的热点之一，要加快信息产业信息服务业发展，扩大信息产品及网络的共给，促进信息服务的社会化和市场化。④加强宣传教育，转变居民消费观念，大力倡导信用消费，建立信用消费与保险、担保相结合，分散和降低消费信贷风险。扩大消费信贷范围，加快信用消费体系建设，制定和完善与信用消费有关的法律法规，为开展消费信贷清除障碍。
参考文献：
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[2]王燕.应用时间序列分析[M].北京：中国人民大学出版社，2005：82-88.
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